Posibniki.com.ua Менеджмент Компенсаційна модель винагороди за працю Частина 2. 3.5. Аналіз сприйняття працівниками системи оплати праці як справедливої


< Попередня  Змiст  Наступна >

Частина 2. 3.5. Аналіз сприйняття працівниками системи оплати праці як справедливої


Спочатку необхідно специфікувати модель — визначити вид

функціональної залежності y i = f (x i ). Оскільки для побудови моделі ми оцифрували результати й ознаки можуть набувати лише двох значень: «0» та «1», то візуально проаналізувати графік залежності змінних неможливо. Тому для визначення характеру зв’язку між результативною та факторними ознаками побудуємо точкові графіки залежності y від x

1 , x

2 , x

3 , x

4 та лінії трендів, які наведено в додатку К.

Виходячи з побудованих нами графіків, очевидно, що між результативною та факторними ознаками існує зв’язок, близький до лінійного. Емпіричне рівняння матиме вигляд : функціональної залежності y i = f (x i ). Оскільки для побудови моделі ми оцифрували результати й ознаки можуть набувати лише двох значень: «0» та «1», то візуально проаналізувати графік залежності змінних неможливо. Тому для визначення характеру зв’язку між результативною та факторними ознаками побудуємо точкові графіки залежності y від x

1 , x

2 , x

3 , x

4 та лінії трендів, які наведено в додатку К.

Виходячи з побудованих нами графіків, очевидно, що між результативною та факторними ознаками існує зв’язок, близький до лінійного. Емпіричне рівняння матиме вигляд : Y = ?

0 + ?

1 X

1 + ?

2 X

2 + ?

3 X

3 + ?

4 X

4 + ?. (3.14) Y = ?

0 + ?

1 X

1 + ?

2 X

2 + ?

3 X

3 + ?

4 X

4 + ?. (3.14)

Вихідні дані для побудови моделі наведено в додатку Л.

Для побудови моделі нами використано інструмент «Регресія» пакета «Аналіз даних» програми Microsoft Office Excel. Параметри моделі наведено в табл. 3.13.

Таблиця 3.13

ПАРАМЕТРИ МОДЕЛІ

Коефіцієнти Стандартна помилка t-статистика P-значення Нижні 95 % Верхні 95 %
Y-перетин –0,209 0,053 –3,91 0,000182 –0,315 –0,103
Змінна X 1 0,387 0,066 5,90 6,70465E-08 0,257 0,517
Змінна X 2 0,302 0,067 4,52 1,91993E-05 0,169 0,435
Змінна X 3 0,214 0,073 2,94 0,004155 0,070 0,359
Змінна X 4 0,267 0,065 4,12 0,000087 0,138 0,397

Джерело: Складено автором

Укажемо дані регресійної статистики: ? множинний R (коефіцієнт кореляції) — 0,861; ? R-квадрат (коефіцієнт детермінації) — 0,742; ? нормований R-квадрат (скоригований R 2 ) — 0,730; ? стандартна похибка — 0,261; ? спостережень (обсяг сукупності) — 92.

1

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 402.

Дисперсійний аналіз моделі подано в табл. 3.14.

Таблиця 3.14

ДИСПЕРСІЙНИЙ АНАЛІЗ МОДЕЛІ

df SS MS F Значущість F
Регресія 4 16,99 4,25 62,44 8,97507E-25
Залишок 87 5,92 0,07
Усього 91 22,90

Джерело: Складено автором

За результатами аналізу регресійна модель залежності рівня сприйняття респондентами системи оплати праці як справедливої від рівня задоволеності розміром винагороди, рівня прозорості системи оплати праці, рівня залежності винагороди від складності робіт, обов’язків і рівня залежності винагороди від індивідуальних результатів праці має вигляд:

Виходячи з даних табл. 3.13, довірчі інтервали параметрів моделі мають такий вигляд:

Виходячи з даних табл. 3.13, довірчі інтервали параметрів моделі мають такий вигляд:

Для перевірки статистичної значущості параметрів моделі

Для перевірки статистичної значущості параметрів моделі

Отже, область значень статистичного критерію, за яких статистич

Отже, область значень статистичного критерію, за яких статистич

на гіпотеза Н

0 : ? і = 0 є справедливою, дорівнюватиме [–2,00; 2,00].

Згідно з даними табл. 3.13: t * ?0 = –3,91; t * ?1 = 5,90; t * ?2 = 4,52; t * ?3 = 2,94; t * ?4 = 4,12.

Оскільки t * ?j не належить діапазону [–2,00; 2,00] (j = 0, 1, 2, 3, 4), то відхиляємо нульову гіпотезу Н

0 про рівність нулю параметрів ?

0 , ?

1 , ?

2 , ?

3 та ?

4.

Отже, з імовірністю 0,95 можна стверджувати про істотність впливу факторних ознак на результативну.на гіпотеза Н

0 : ? і = 0 є справедливою, дорівнюватиме [–2,00; 2,00].

Згідно з даними табл. 3.13: t * ?0 = –3,91; t * ?1 = 5,90; t * ?2 = 4,52; t * ?3 = 2,94; t * ?4 = 4,12.

Оскільки t * ?j не належить діапазону [–2,00; 2,00] (j = 0, 1, 2, 3, 4), то відхиляємо нульову гіпотезу Н

0 про рівність нулю параметрів ?

0 , ?

1 , ?

2 , ?

3 та ?

4.

Отже, з імовірністю 0,95 можна стверджувати про істотність впливу факторних ознак на результативну.

Коефіцієнт детермінації (R 2 = 0,742) указує на те, що включені в модель фактори пояснюють 74,2 % варіації сприйняття найманими працівниками оплати праці як справедливої.

Перевіримо коефіцієнт детермінації на статистичну значущість за критерієм Фішера. З цією метою розрахуємо спостережувальне значення критерію Фішера за формулою (3.15) :

Коефіцієнт детермінації (R 2 = 0,742) указує на те, що включені в модель фактори пояснюють 74,2 % варіації сприйняття найманими працівниками оплати праці як справедливої.

Перевіримо коефіцієнт детермінації на статистичну значущість за критерієм Фішера. З цією метою розрахуємо спостережувальне значення критерію Фішера за формулою (3.15) : m mn R R F

1

1

2

2 * ?? ? ? =.(3.15) m mn R R F

1

1

2

2 * ?? ? ? =.(3.15)

Розраховане спостережувальне значення критерію Фішера дорівнює: i x

.44,62

4

1492

742,01

742,0 * = ?? ? ? =F .44,62

4

1492

742,01

742,0 * = ?? ? ? =F

Критичне значення для критерію Фішера F кр (0,05; 4; 87) 2 = = 2,53 .

Оскільки F * > F кр , то статистична гіпотеза Н

0 : R 2 = 0 відхиляється. Отже, усі фактори мають вплив на результативну ознаку.

Визначимо частинні коефіцієнти еластичності, які є границею відношення зміни у відсотках Y при зміні на 1 % одного з регресорів X i : = 2,53 .

Оскільки F * > F кр , то статистична гіпотеза Н

0 : R 2 = 0 відхиляється. Отже, усі фактори мають вплив на результативну ознаку.

Визначимо частинні коефіцієнти еластичності, які є границею відношення зміни у відсотках Y при зміні на 1 % одного з регресорів X i :

Оскільки F * > F кр , то статистична гіпотеза Н

0 : R 2 = 0 відхиляється. Отже, усі фактори мають вплив на результативну ознаку.

Визначимо частинні коефіцієнти еластичності, які є границею відношення зміни у відсотках Y при зміні на 1 % одного з регресорів X i : .lim

0 i xE x y K ii ? = ?? (3.16)

Критичне значення для критерію Фішера F кр (0,05; 4; 87) 2 = = 2,53 .

Оскільки F * > F кр , то статистична гіпотеза Н

0 : R 2 = 0 відхиляється. Отже, усі фактори мають вплив на результативну ознаку.

Визначимо частинні коефіцієнти еластичності, які є границею відношення зміни у відсотках Y при зміні на 1 % одного з регресорів X i : .lim

0 i xE x y y K ii ? ? = ?? (3.16)

Частинні коефіцієнти еластичності дорівнюють:

1

1

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 421.

2

Число ступенів свободи k

1 = m = 4; k

2 = nm – 1 = 87.

3

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 518.

2

Число ступенів свободи k

1 = m = 4; k

2 = nm – 1 = 87.

3

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 518.

Зробимо економічну інтерпретацію побудованої моделі.

Зробимо економічну інтерпретацію побудованої моделі.

Розраховані коефіцієнти еластичності вказують на те, що: ? задоволення найманих працівників розміром винагороди на 40,3 % визначає рівень сприйняття ними системи оплати праці як справедливої; ? прозорість системи оплати праці на 31,4 % визначає рівень сприйняття найманими працівниками системи оплати праці як справедливої; ? залежність винагороди від складності робіт, обов’язків на 22,3 % визначає рівень сприйняття найманими працівниками системи оплати праці як справедливої; ? залежність винагороди від індивідуальних результатів праці на 27,8 % визначає рівень сприйняття найманими працівниками системи оплати праці як справедливої .

Сприйняття найманими працівниками системи оплати праці як справедливої може набувати двох значень: «0» (відповідає твердженню «ні») і «1» (відповідає твердженню «так»). Таких значень можуть набувати факторні ознаки, тому й змінюватися вони можуть лише на одиницю. У разі, якщо обрані нами для побудови моделі фактори набувають значення «0» (працівник не задоволений розміром винагороди, непрозора система оплати праці й розмір винагороди не залежить від складності робіт, обов’язків та індивідуальних результатів праці), то з імовірністю 95 % таку систему оплати праці працівник буде вважати несправедливою.

Якщо працівник буде задоволений розміром своєї винагороди, проте інші обрані нами для побудови моделі фактори набувають значення «0» (непрозора система оплати праці й розмір винагороди не залежить від складності робіт, обов’язків та індивідуальних результатів праці) 2 , то результативна ознака матиме значення близьке до «0» (0,178). Тому з імовірністю 95 % таку систему оплати праці працівник також уважатиме несправедливою.

1

Цимбалюк С. А. Исследование восприятия работниками компенсационной политики как справедливой [Текст] / С. А. Цимбалюк // Современные исследования социальных проблем. — 2013. — № 2 (14). — C. 296.

2

У разі незмінних інших факторів, які потенційно можуть впливати на рівень сприйняття найманими працівниками системи оплати праці як справедливої й на які припадає 25,8 % пояснень зміни варіації та які не враховано в моделі.

Якщо працівник буде задоволений розміром своєї винагороди й система оплати праці є прозорою, проте розмір винагороди не залежить від складності робіт, обов’язків та індивідуальних результатів праці, то розрахункове значення результативної ознаки дорівнюватиме 0,48. Таку систему оплати праці працівник також, найімовірніше, уважатиме несправедливою.

Лише в разі, якщо хоча б три (будь-які) фактори моделі набувають значення «1», працівник сприйматиме систему оплати праці як справедливу. Причому така ситуація можлива й у разі незадоволення працівником розміром своєї винагороди. Якщо підприємство не має фінансових можливостей виплачувати розмір винагороди, що задовольняє працівника, проте система оплати праці прозора й розмір винагороди залежить від складності робіт, обов’язків та індивідуальних результатів праці, то систему оплати праці, найімовірніше, працівник уважатиме справедливою (розрахункове значення результативної ознаки дорівнюватиме 0,574) .

1

Цимбалюк С. А. Исследование восприятия работниками компенсационной политики как справедливой [Текст] / С. А. Цимбалюк // Современные исследования социальных проблем. — 2013.

— № 2 (14). — C. 297–298.


< Попередня  Змiст  Наступна >
Iншi роздiли:
4.2. Технологія проектування компенсаційного пакета на підприємстві
4.3. Формування соціального пакета в процесі розроблення компенсаційної моделі винагороди за працю
5.1. Проектування основної заробітної плати з використанням грейдів
Частина 2. 5.1. Проектування основної заробітної плати з використанням грейдів
Частина 3. 5.1. Проектування основної заробітної плати з використанням грейдів
Дисциплiни

Медичний довідник новиниКулінарний довідникАнглійська моваБанківська справаБухгалтерський облікЕкономікаМікроекономікаМакроекономікаЕтика та естетикаІнформатикаІсторіяМаркетингМенеджментПолітологіяПравоСтатистикаФілософіяФінанси

Бібліотека підручників та статтей Posibniki (2022)